嚴復雷 史依銘

摘? ?要：基于滬深A股上市公司2012—2018年制造業(yè)的面板數(shù)據(jù)，本文運用固定效應模型和Heckman模型分析在金融發(fā)展調節(jié)作用下經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的影響效果。研究發(fā)現(xiàn)：（1）總體上，經(jīng)濟政策不確定性越高越會促使企業(yè)加大研發(fā)創(chuàng)新的力度，但過度擴張的金融發(fā)展會起到負向調節(jié)作用;（2）宏觀異質性分析發(fā)現(xiàn)，過度擴張的金融發(fā)展的抑制作用存在于東部地區(qū)、勞動密集型產(chǎn)業(yè)和資本密集型產(chǎn)業(yè)中;（3）進一步分析發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新確實存在倒U形非線性影響，并且只有在股權集中度較低和技術人員占比較高的企業(yè)中金融發(fā)展的抑制效應才會顯著，而在是否“兩職合一”企業(yè)中卻沒有顯著差異。

關鍵詞：經(jīng)濟政策不確定性;金融發(fā)展;企業(yè)創(chuàng)新;區(qū)域異質性;行業(yè)異質性

中圖分類號：F830? 文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2021）05-0018-09

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2021.05.003

一、引言

2008年全球金融危機爆發(fā)以來，為了盡快擺脫危機，恢復經(jīng)濟增長，世界各國競相采取短期內有利于本國的經(jīng)濟貿易政策，特別是2017年特朗普入主白宮后采取的以貿易保護主義與單邊主義為特點的“逆全球化”行動，使得世界經(jīng)濟增長更加陷入政策不穩(wěn)定、金融風險不斷聚集的環(huán)境中。作為貿易自由化與經(jīng)濟全球化的最有力的支持者與倡導者，中國堅持擴大開放，減少壁壘，為世界經(jīng)濟發(fā)展注入新活力，但中國也不能在不確定性增加的世界經(jīng)濟大環(huán)境下獨善其身，作為中國經(jīng)濟發(fā)展主力軍的制造業(yè)企業(yè)更要主動適應不確定增加的現(xiàn)實，以市場需求為導向，加大技術研發(fā)投入，從而增強國際競爭力。然而，由于企業(yè)研發(fā)投入具有高風險性和資金持續(xù)投入的特點，所以，企業(yè)研發(fā)投資比其他投資對宏觀經(jīng)濟政策的敏感性更高，研究在宏觀經(jīng)濟政策不確定性環(huán)境下制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入行為，將對做強、做精與做大中國制造業(yè)具有現(xiàn)實意義。

關于經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)研發(fā)投入之間的影響關系，現(xiàn)有研究結論不盡一致。一方面，學者基于實物期權理論（Bernanke，1983;Dixit等，1994）[1，2]，認為宏觀經(jīng)濟政策不確定性程度越高越有可能促使企業(yè)縮減或延緩投資，特別是對于一些不可逆項目的投資（Gulen和Ion，2016）[3]，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動就是其中之一（郝威亞等，2016;Bhattacharya等，2017）[4，5];并且，當企業(yè)面對較強融資約束時，由于融資成本上升，會減少具有高風險性的投資活動，尤其是兼具高風險和長周期特征的企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動（劉柳和屈小娥，2019）[6]。另一方面，學者則依據(jù)增長期權理論，認為當選擇研發(fā)創(chuàng)新創(chuàng)造的未來價值高于延緩投資帶來的收益時，企業(yè)會在宏觀經(jīng)濟政策不確定性越強時越頻繁地投資于核心技術（Weeds，2002）[7]，即經(jīng)濟政策不確定性增強會促使企業(yè)加大研發(fā)投入的力度（孟慶斌和師倩，2017;顧夏銘等，2018;孫瑩，2019）[8-10]。

企業(yè)的研發(fā)投入資金不僅受限于自身資金實力，還受限于金融市場發(fā)展水平（張凡，2015）[11]。金融市場發(fā)展水平在特定經(jīng)濟周期下可以幫助企業(yè)拓寬外部融資渠道，減少由信息不對稱帶來的額外成本，降低企業(yè)研發(fā)投資風險，保障研發(fā)資金持續(xù)投入。然而，文武等（2018）[12]研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展水平對企業(yè)研發(fā)投入具有階段性的非對稱影響，不同經(jīng)濟周期下的影響效果截然相反;胡永平和王蕾（2019）[13]研究發(fā)現(xiàn)，隨著金融發(fā)展水平的提高，政府補助對企業(yè)研發(fā)投入的促進效應會降低。因此，在宏觀經(jīng)濟政策不確定性的環(huán)境下，金融發(fā)展水平提高會促進企業(yè)增加還是減少研發(fā)投入，仍需進一步研究。

基于此，本文探討了在經(jīng)濟政策不確定性不斷增強背景下，企業(yè)對于研發(fā)創(chuàng)新的選擇效應;分析了我國金融發(fā)展的現(xiàn)狀及特點，并實證檢驗了金融發(fā)展在經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新之間的調節(jié)作用。

本文的邊際貢獻在于： 第一，現(xiàn)有文獻大多集中于從宏觀政策和微觀企業(yè)內部角度研究不確定性對企業(yè)研發(fā)投入的影響，偏中觀行業(yè)層面和區(qū)域層面的相關研究還較少。本文著眼于行業(yè)異質性和區(qū)域異質性的視角，分析經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新之間的影響關系，豐富了我國宏觀經(jīng)濟政策不確定性與微觀企業(yè)創(chuàng)新領域的研究。第二，現(xiàn)有分析金融發(fā)展與企業(yè)創(chuàng)新之間關系的文獻較為豐富，但很少有學者從金融發(fā)展水平是否適度以及是否受到宏觀經(jīng)濟政策影響方面著手。本文從金融發(fā)展視角出發(fā)，探討金融發(fā)展規(guī)模是否適度，進而研究金融發(fā)展水平在不確定性環(huán)境下是否會對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生差異性影響，對于理清經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的作用機理具有一定意義。

二、文獻回顧與研究假設

（一）經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新

以往文獻關于宏觀經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新之間的關系尚有分歧。一種聲音認為相比于企業(yè)其他投資，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新具有周期長、資金投入大以及收益不確定性等特點，尤其受到融資約束（馬光榮等，2014）[14]。而經(jīng)濟政策不確定性是企業(yè)無法避免的系統(tǒng)性風險，不確定性的增強會加大企業(yè)從事研發(fā)創(chuàng)新投資的風險（Marcus，1981;Li等，2015）[15，16]。然而，根據(jù)增長期權理論，若經(jīng)濟政策不確定性可以提高未來投資的潛在報酬，不確定性的提高則會促使企業(yè)加大研發(fā)投入（Bloom，2014）[17]。Knight（1921）[18]指出，企業(yè)獲得利潤的唯一來源便是不確定性，假如企業(yè)發(fā)展前景可期，則進行高風險投資活動將徒勞無益，只有企業(yè)未來發(fā)展不可預測，企業(yè)才有機會憑借自身的才能和運籌帷幄的決策來賺取高額的利潤。由于企業(yè)研發(fā)活動往往需要經(jīng)年累月（Holmstrom，1989）[19]，經(jīng)濟政策不確定性增強或許會促使企業(yè)盡早進行研發(fā)創(chuàng)新。由于無法預期未來發(fā)展趨勢，為避免錯失良機，企業(yè)只能通過盡早研發(fā)以獲得經(jīng)驗來提高成功的概率，以此降低投資活動的風險性（Pindyck，1993;Bar-Ilan和Strange，1996;梁權熙和謝宏基，2019）[20-22]。基于此，提出如下假設：

H1：經(jīng)濟政策不確定性的增強會促使企業(yè)加大研發(fā)創(chuàng)新。

（二）金融發(fā)展的調節(jié)效應

企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新面臨的融資約束程度深受當?shù)亟鹑诎l(fā)展水平的影響。翟淑萍和顧群（2014）[23]認為較完善的金融體系能夠減少因信息不對稱所帶來的消極影響，降低“道德風險”和“逆向選擇”發(fā)生的概率，從而有助于緩解企業(yè)融資困境，增加企業(yè)研發(fā)投入（解維敏和方紅星，2011）[24]。文武和許月麗（2018）[25]認為金融發(fā)展水平對研發(fā)投入存在階段性非對稱影響，當金融過度發(fā)展時，會出現(xiàn)“脫實向虛”現(xiàn)象，金融機構會將目光投向周期短、效益高的虛擬經(jīng)濟，從而忽視實體經(jīng)濟的需求，當然也不會關注企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動（王昱等，2017）[26]?；诖?，提出如下假設：

H2：在經(jīng)濟政策不確定性環(huán)境下，過度擴張的金融發(fā)展會對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新起到負向調節(jié)作用。

（三）基于區(qū)域和行業(yè)的異質性分析

由于我國地域遼闊，區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展程度參差不齊，地區(qū)間金融發(fā)展不平衡，各地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新投入所受到的金融支持也具有顯著的區(qū)域差異。金融發(fā)展程度越高的地區(qū)，其市場化程度、中介服務體系和政策法律體系越完善，這些優(yōu)勢無形之中提高了企業(yè)抵御不確定性風險的能力。例如，東部地區(qū)金融機構的市場化程度較高，適應市場規(guī)則和洞察盈利機會的能力較強，客觀上提高了當?shù)仄髽I(yè)融資成功的概率，一定程度上緩和了企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動面臨的融資困境;中部地區(qū)、西部地區(qū)和東北部地區(qū)的金融發(fā)展相對落后，無法有效滿足企業(yè)多樣性的金融需求，但卻會減少金融發(fā)展過度擴張的現(xiàn)象發(fā)生。而市場化程度較高地區(qū)的金融機構由于積極擴張和逐利投資行為，導致金融發(fā)展規(guī)模過度膨脹，可能會引起金融“脫實向虛”，從而對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新形成抑制作用。因此，為判斷我國區(qū)域間金融發(fā)展水平是否適應各地企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新需求，并檢驗市場化程度較高的東部地區(qū)金融發(fā)展水平是否適度，本文主要從東部地區(qū)企業(yè)的角度分析金融發(fā)展對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的異質性影響?；诖?，提出如下假設：

H3：在東部地區(qū)，過度擴張的金融發(fā)展會抑制企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新。

以生產(chǎn)要素密集度作為行業(yè)分類標準在衡量企業(yè)高新技術水平和效率方面得到廣泛使用（周四軍等，2017）[27]。本文參考張雪梅和葉貝貝（2019）[28]的研究，依照聯(lián)合國SITC和生產(chǎn)要素分類標準，并根據(jù)2017年版的《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》，將選取的34個工業(yè)部門分為資源密集型、勞動密集型和資本密集型產(chǎn)業(yè)，其中，將技術密集型產(chǎn)業(yè)納入資本密集型產(chǎn)業(yè)中，而其他工業(yè)部門由于數(shù)據(jù)量小及數(shù)據(jù)缺失的緣故未加入分類。具體分類結果見表1。

相比于資源密集型和勞動密集型產(chǎn)業(yè)，資本密集型產(chǎn)業(yè)具有高新技術企業(yè)的特點，即高投入、高風險和高附加值?！叭摺碧攸c使得資本密集型產(chǎn)業(yè)需要大量持續(xù)性的資金支持，僅僅通過企業(yè)內部融資渠道無法滿足企業(yè)研發(fā)投入需求（喬曉華，2007）[29]。Claessens和Laeven（2003）[30]也發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展程度越高的國家，依賴于外源資金的企業(yè)發(fā)展越快、數(shù)量越多，這表明金融發(fā)展水平越高越能減輕當?shù)仄髽I(yè)的融資約束程度。但王昱等（2017）[26]研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展規(guī)模對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響具有雙門檻效應，金融發(fā)展過度擴張或者深化不足都會對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生抑制作用。因此，相對于金融發(fā)展深化程度較低的情況，我們更要提防金融過度發(fā)展對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的負向調節(jié)作用?；谝陨戏治?，本文提出如下假設：

H4：在資本密集型產(chǎn)業(yè)中，過度擴張的金融發(fā)展會抑制企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新。

三、樣本選擇與研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文為避免研究數(shù)據(jù)存在因果內生性，故從滬深兩市A股市場制造業(yè)中選取2012—2017年的解釋變量和控制變量以及2013—2018年的被解釋變量，并按照以下標準進行處理：（1）剔除ST和*ST的企業(yè);（2）剔除嚴重缺失數(shù)據(jù)的企業(yè);（3）剔除數(shù)據(jù)選擇時期內資產(chǎn)負債率超過100%的企業(yè)。最終得到10144個年度觀測值，并對所有連續(xù)變量采取1%和99%水平的縮尾處理，同時，為避免異方差和序列相關對結果的干擾，本文在實證檢驗時使用了聚類穩(wěn)健標準誤。金融發(fā)展數(shù)據(jù)來自各省份統(tǒng)計年鑒，其余數(shù)據(jù)均來自萬得數(shù)據(jù)庫。

（二）主要變量定義

1. 被解釋變量：企業(yè)創(chuàng)新（Rd）。本文借鑒魯桐和黨?。?014）[31]定義企業(yè)創(chuàng)新變量，具體分為以下兩種指標，第一種是年末企業(yè)研發(fā)支出占營業(yè)收入比重，第二種是年末企業(yè)研發(fā)支出占總資產(chǎn)比重。由于考慮到“收入”大多容易被盈余操縱導致失真（孟慶斌和師倩，2017）[8]，且為保持與本文其他控制變量口徑一致，故選取第二種指標來衡量企業(yè)研發(fā)投入，并且使用能夠克服非正態(tài)分布問題的對數(shù)形式進行穩(wěn)健性檢驗。

2. 解釋變量：經(jīng)濟政策不確定性（Epu）。本文采用Baker等（2016）[32]根據(jù)中國香港《南華早報》檢索平臺構建的我國宏觀經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)，該指數(shù)將該月度數(shù)據(jù)通過算術平均法轉化為相應年度數(shù)據(jù)，并取對數(shù)處理。

3. 調節(jié)變量：金融發(fā)展（Fd）。本文參考楊友才（2014）[33]關于金融發(fā)展指標的定義，用各省份年末金融機構各項貸款余額占當?shù)谿DP的比重來衡量。

4. 控制變量。本文的控制變量參考劉惠好和馮永佳（2020）[34]和劉磊等（2019）[35]的研究，詳見表2。

（三）描述性統(tǒng)計與相關性分析

1. 描述性統(tǒng)計。根據(jù)表3變量描述性數(shù)據(jù)顯示，企業(yè)創(chuàng)新（Rd）數(shù)據(jù)最大值為8.4%，最小值為0，說明制造業(yè)各類型產(chǎn)業(yè)中研發(fā)投入差距較為明顯;與此類似，經(jīng)濟政策不確定性（Epu）數(shù)據(jù)顯示在樣本期間由最小值113.897上漲到最大值為364.833，取對數(shù)后最小值為4.744最大值為5.902，并且標準差較大，說明經(jīng)濟政策不確定性日漸增強，且增幅較大。金融發(fā)展（Fd）平均數(shù)值已達到1.361，即金融發(fā)展規(guī)模占當?shù)谿DP規(guī)模的比重為136.1%，由此表明我國金融發(fā)展存在過度擴張的特征。

基于上述主要變量數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，在我國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)逐年升高的背景下，過度擴張的金融發(fā)展是否會對企業(yè)創(chuàng)新投入不均衡的制造業(yè)產(chǎn)生差異性影響，是值得深入探究的。其中圖1和圖2為我國分區(qū)域和分行業(yè)的金融發(fā)展水平匯總。

2. 相關性分析。通過表4變量間的相關系數(shù)分析可知，企業(yè)創(chuàng)新（Rd）與經(jīng)濟政策不確定性（Epu）之間相關系數(shù)為正，且在1%水平下顯著，由此初步驗證假設H1?？傮w上看，各變量間十分顯著，并且相關系數(shù)整體較小，說明各變量間基本不存在嚴重的共線性問題。

（四）模型構建

基于顧夏銘等（2018）[9]和李常青等（2018）[36]的研究，為降低解釋變量與被解釋變量之間由于因果原因導致的內生性影響，對所有解釋變量采用滯后一期表示，并構造以下兩個模型。

為分析經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新之間關系并檢驗假設H1，在控制其他變量之后，如式（1）所示：

[Rdi，t=α+β1Epui，t-1+β2Debtri，t-1+β3Tangibilityi，t-1+β4Ebitassetsi，t-1+β5Roei，t-1+β6Ln（size）i，t-1+β7Cashflowi，t-1+β8Equityi，t-1+εi? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）]

為進一步考察金融發(fā)展在經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新之間的調節(jié)作用并檢驗假設H2、H3和H4，在控制其他變量之后，如式（2）所示：

[Rdi，t=α+β1Epui，t-1+β2Epui，t-1×Fdi，t-1+β3Fdi，t-1+β4Debtri，t-1+β5Tangibilityi，t-1+β6Ebitassetsi，t-1+β7Roei，t-1+β8Ln（size）i，t-1+β9Cashflowi，t-1+β10Equityi，t-1+εi] （2）

四、實證檢驗及結果分析

（一）假設H1檢驗

根據(jù)表5中列（1）和列（3）的回歸結果，在未加入金融發(fā)展變量時，經(jīng)濟政策不確定性的系數(shù)為正，且均在1%的水平下顯著?？赡苁怯捎谄髽I(yè)在面對高不確定性政策時，意識到風險與機遇并存，為搶占先機并抓住機遇故加強企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新力度，以此提高企業(yè)競爭力，獲取高額利潤。由此說明經(jīng)濟政策不確定性越強越會促使企業(yè)加大研發(fā)投入的力度，這與顧夏銘等（2018）[9]研究結論基本一致，由此驗證本文的假設H1。

（二）假設H2檢驗

從表5的列（2）和列（4）中可以看出，雖然經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的系數(shù)依舊顯著為正，但金融發(fā)展與經(jīng)濟政策不確定性的交互項系數(shù)顯著為負，這表明金融發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新發(fā)揮著負向調節(jié)作用，究其原因我們發(fā)現(xiàn)，樣本期間金融發(fā)展規(guī)模持續(xù)擴張，已經(jīng)遠遠超過當?shù)谿DP規(guī)模，故金融發(fā)展存在過度擴張?zhí)卣鳎ㄎ奈浜驮S月麗，2018）[25]。而該特征可能會降低企業(yè)融資門檻，提高企業(yè)融資可得性并且降低融資成本，從而在經(jīng)濟政策不確定性的大背景下增強企業(yè)投資時的短視行為，減少對具有高風險性和高不確定性的研發(fā)創(chuàng)新的投資。由此驗證本文的假設H2。

此外，盈利能力系數(shù)均顯示為0.09且顯著，說明盈利能力與企業(yè)創(chuàng)新顯著正相關，企業(yè)盈利能力越強，對研發(fā)創(chuàng)新的激勵效應越明顯。這與張靜雅等（2018）[37]在醫(yī)藥制造業(yè)數(shù)據(jù)中發(fā)現(xiàn)的“盈利能力對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著促進效果”的結論基本一致。股權集中度的系數(shù)雖不及盈利能力的激勵效應明顯，但與企業(yè)創(chuàng)新依舊為正相關關系，并且在5%的水平下顯著，說明企業(yè)股權結構集中度越高，越有利于企業(yè)從事研發(fā)創(chuàng)新活動;若企業(yè)股權集中度較低，即股權結構趨于分散時，越有可能陷入控制權爭奪麻煩，從而會提高股東削減企業(yè)創(chuàng)新投入的可能性（李常青等，2018）[36]。

（三）假設H3檢驗

接下來考察區(qū)域差異是否會對金融發(fā)展的調節(jié)作用產(chǎn)生選擇效應。從表6對我國4個區(qū)域的回歸結果不難看出，整體上4個區(qū)域的企業(yè)在經(jīng)濟政策不確定性增強時均會加大創(chuàng)新，但當加入金融發(fā)展與經(jīng)濟政策不確定性的交互項后，只有東部地區(qū)的交互項系數(shù)顯著為負，其他區(qū)域均不顯著。這是由于我國東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較高，當?shù)仄髽I(yè)受金融發(fā)展影響較深，根據(jù)圖1中的數(shù)據(jù)顯示，東部地區(qū)的金融發(fā)展水平已達到145. 8%，不僅高于其他3個區(qū)域，也遠超當?shù)氐腉DP規(guī)模，故當金融發(fā)展過度擴張時帶來的負向影響也顯著體現(xiàn)在東部地區(qū)的企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新中。這與文武等（2018）[12]的結論基本一致，由此驗證假設H3。

（四）假設H4檢驗

從表7分行業(yè)考察結果發(fā)現(xiàn)：第一，經(jīng)濟政策不確定性增強對于勞動密集型產(chǎn)業(yè)、資本密集型產(chǎn)業(yè)和資源密集型產(chǎn)業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新均具有促進作用，這與假設H1的結論一致;第二，資本密集型產(chǎn)業(yè)和勞動密集型產(chǎn)業(yè)的交互項系數(shù)均為負，但資本密集型產(chǎn)業(yè)的金融調節(jié)作用更加顯著。根據(jù)圖2中分行業(yè)數(shù)據(jù)，資本密集型產(chǎn)業(yè)在三類產(chǎn)業(yè)中金融發(fā)展水平最高（1.365），資本密集型產(chǎn)業(yè)所在區(qū)域的金融發(fā)展規(guī)模占當?shù)谿DP規(guī)模的比例為136.5%，說明金融發(fā)展存在過度擴張現(xiàn)象，并且金融過度發(fā)展會使得金融機構更加重視短期投資收益，與研發(fā)創(chuàng)新中需要長期穩(wěn)定金融支持的特征相沖突，具有高新技術企業(yè)特征的資本密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會受到負面沖擊。由此驗證假設H4。

五、穩(wěn)健性檢驗與進一步分析

（一）穩(wěn)健性檢驗

首先，為克服方法選擇單一性，使用針對樣本中被解釋變量存在0值和其他連續(xù)值時廣泛應用的Tobit模型（孟慶斌和師倩，2017）[8]。其次，為檢驗樣本是否存在自選擇偏誤問題，本文采用Heckman模型進行兩階段回歸（楊鳴京等，2019）[38]。第一階段，先運用Tobit模型以美國經(jīng)濟政策不確定性（usaepu）作為經(jīng)濟政策不確定性（Epu）的工具變量進行回歸（劉貫春等，2019）[39]，然后將第一步回歸得到的逆米爾斯比率IMR放入第二階段回歸方程中進行分析。最后，為檢驗主要解釋變量的定義穩(wěn)定性，本文將企業(yè)創(chuàng)新（Rd）變量重新定義為企業(yè)是否存在研發(fā)創(chuàng)新的虛擬變量，其中存在研發(fā)創(chuàng)新為1，否則為0（朱磊等，2019）[40]，結果如表8所示。綜合分析，本文進行三種穩(wěn)健性檢驗的經(jīng)濟政策不確定性（Epu）回歸系數(shù)均顯著為正，并且交互項Epu[×]Fd回歸系數(shù)也顯著為負，與上文結論保持一致，由此判斷本文結論較為穩(wěn)健。

（二）進一步分析

1. 金融發(fā)展的非線性影響。為更加深入了解一個區(qū)域金融發(fā)展程度對當?shù)仄髽I(yè)創(chuàng)新的影響狀況，并基于學者們研究金融發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用或抑制作用的結論，本文進一步從金融發(fā)展的非線性關系角度著手，來觀察金融發(fā)展水平與企業(yè)創(chuàng)新之間是否存在極值點以及U形或倒U形關系?；诖?，本文構建如下模型：

[Rdi，t=α+β1Fdi，t-1+β2Fd2i，t-1+β3Debtri，t-1+β4Tangibilityi，t-1+β5Ebitassetsi，t-1+β6Roei，t-1+β7Ln（size）i，t-1+β8Cashflowi，t-1+β9Equityi，t-1+εi] （3）

根據(jù)表9的列（1）和列（2）的回歸結果可知，金融發(fā)展本身與企業(yè)創(chuàng)新具有顯著正相關關系，但金融發(fā)展平方項的系數(shù)為負，并且在1%的置信水平下顯著，由此我們可以得出金融發(fā)展對當?shù)仄髽I(yè)創(chuàng)新具有倒U形的非線性影響，具體表現(xiàn)為隨著地區(qū)金融發(fā)展水平的提高，當?shù)氐钠髽I(yè)創(chuàng)新投入先是獲得一定的激勵效應，但當金融發(fā)展達到過度擴張的頂點時，便會對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生抑制作用。

2. 企業(yè)內部結構的調節(jié)效應。為檢驗金融發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入調節(jié)作用的選擇效應，本文進一步分析企業(yè)內部結構差異性是否會存在不同的選擇效應。Shleifer和Vishny（1986）[41]研究發(fā)現(xiàn)，股權結構會對企業(yè)的決策發(fā)展產(chǎn)生重要的影響，其中股權集中度、“兩職合一”（即公司董事長與總經(jīng)理是否為同一人）和技術人員占比均會對企業(yè)是否進行研發(fā)創(chuàng)新活動產(chǎn)生差異性影響。基于此，本文在表9的列（3）至列（4）和表10的列（1）至列（4）分別匯報了企業(yè)內部股權集中度、是否“兩職合一”以及企業(yè)技術人員占比高低的結果。其中，股權集中度較低和技術人員占比較高的企業(yè)均會存在金融發(fā)展的抑制作用，而在是否“兩職合一”的企業(yè)則無明顯差異。由此可見，股權集中度越低越不利于企業(yè)科學決策來避免金融過度發(fā)展所帶來的風險，技術人員占比越高的企業(yè)，研發(fā)投入的占比也就越高。但金融過度發(fā)展會使得企業(yè)更加注重短期投資收益，從而可能減少或壓縮不能帶來短期收益的研發(fā)投入。

六、結論與政策建議

本文基于2012—2018年我國滬深兩市A股制造業(yè)的數(shù)據(jù)，從激勵效應角度分析了我國宏觀經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的影響，然后從金融發(fā)展調節(jié)效應角度探究金融發(fā)展規(guī)模在經(jīng)濟政策不確定性大背景下對企業(yè)創(chuàng)新的差異性影響，并進一步區(qū)分區(qū)域間和行業(yè)間的異質性進行分析。結果表明：第一，在宏觀經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)逐年提高的情況下，我國企業(yè)的創(chuàng)新力度不斷增強，即經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新投入具有促進作用。第二，我國金融發(fā)展存在過度擴張的現(xiàn)象，在經(jīng)濟政策不確定性的大背景下，對企業(yè)創(chuàng)新投入具有負向調節(jié)作用。第三，金融過度發(fā)展的抑制效應存在于我國東部地區(qū)企業(yè)、勞動密集型產(chǎn)業(yè)以及資本密集型產(chǎn)業(yè)中。

基于以上結論，本文的政策建議如下：

第一，合理調控宏觀經(jīng)濟政策，降低不確定性影響。企業(yè)在經(jīng)濟政策不確定性逐年增強的大背景下，只有通過不斷研發(fā)創(chuàng)新、提升核心競爭力才能在市場中謀取生存和發(fā)展的空間。因此，政府在制定和出臺政策時應充分考慮企業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀及適應能力，盡量平滑過渡政策實施期，提高政策的預期效果，充分發(fā)揮政府對企業(yè)的引領和指導作用。

第二，金融發(fā)展規(guī)模要適度，防止金融“脫實向虛”。在創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略實施背景下，要充分發(fā)揮金融體系對創(chuàng)新的支撐作用，在提高金融效率和調整金融結構并重的前提下，也應重視金融發(fā)展規(guī)模，充分發(fā)揮金融對企業(yè)創(chuàng)新的激勵效應。保持適度的金融發(fā)展規(guī)模既是有效發(fā)揮金融對經(jīng)濟血脈作用的重要前提，也是防止金融“脫實向需”的重要舉措。

第三，區(qū)域間均衡發(fā)展，行業(yè)間揚長避短。針對我國四大區(qū)域間金融發(fā)展水平不均衡的現(xiàn)象，通過政策引導和相應的政策扶持縮小區(qū)域間金融發(fā)展水平。同時，也應警惕各區(qū)域金融發(fā)展水平過度擴張的現(xiàn)象，在金融深化的道路上，不僅要堅持適度原則，也要建立金融過度膨脹的防范預警機制和監(jiān)督機制。此外，制造業(yè)按生產(chǎn)要素分類的三大產(chǎn)業(yè)應充分發(fā)揮各自優(yōu)勢，依靠自身特點合理利用政策和金融支持，特別是資本密集型產(chǎn)業(yè)要注重拓寬自身融資渠道，依靠高新技術企業(yè)的融資優(yōu)勢和政策傾斜，通過提高自身核心技術競爭力來應對宏觀經(jīng)濟政策不確定性。

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Economic Policy Uncertainty，F(xiàn)inancial Development and Enterprise Innovation

Yan Fulei/Shi Yiming

（School of Economics and Management，Southwest University of Science and Technology，

Mianyang? ?621010，Sichuan，China）

Abstract：Based on the panel data of manufacturing industries listed of Shanghai and Shenzhen A-share listed companies from 2012 to 2018，this paper uses fixed-effects model and Heckman model to analyze the effect of economic policy uncertainty on corporate innovation under the moderating effect of financial development. The study finds that： （1）overall，the higher the uncertainty of economic policy，the more enterprises will be encouraged to increase their R & D and innovation， but the excessive expansion of financial development will play a negative regulatory role;（2）macro heterogeneity analysis shows that the inhibitory effect of overextended financial development is present in the eastern region，labor-intensive industries and capital-intensive industries;（3）further analysis demonstrates that financial development does have an inverted U-shaped nonlinear effect on corporate innovation，and that the inhibitory effect of financial development is significant only in firms with low equity concentration and a high proportion of technical staff，while there is no significant difference in firms with or without "two jobs in one".

Key Words：economic policy uncertainty，financial development，enterprise innovation，regional heterogeneity，industry heterogeneity